Trong bảng 4.8 trình bày hệ số tương quan của các biến độc lập và phụ thuộc trong mô hình hồi quy. Ta thấy rằng biến hiệu quả hoạt động của Ngân hàng có tương quan với tất cả các các biến. Đặc biệt tương quan tuyến tính giữa hiệu quả hoạt động Ngân hàng và tỷ lệ thành viên HĐQT mang quốc tịch nước ngoài là cao nhất và có tương quan đồng biến (corr=0.17). Hai biến tỷ lệ nữ trong HĐQT và tỷ lệ người nước ngoài có quan hệ nghịch biến với nhau và có tương quan tuyến tính cao (corr=-0.18).
Bảng 4.8 : Tương quan gi a các biến trong toàn mẫu
ceff1 peff1 WOMEN FOREIGNERS BOARDSIZE INDEP ACTIVITYBOARD BANKSIZE LOANS
ceff1 1.000 peff1 -0.046 1.000 WOMEN -0.055 -0.187 1.000 FOREIGNERS 0.169 0.057 -0.177 1.000 BOARDSIZE -0.073 0.210 -0.061 0.382 1.000 INDEP -0.070 0.020 0.101 0.061 0.1274 1.000 ACTIVITYBOARD 0.033 -0.026 0.081 0.156 0.1129 0.239 1.000 BANKSIZE -0.015 -0.071 0.066 0.297 0.3455 -0.046 0.220 1.000 LOANS 0.095 -0.118 -0.085 -0.205 0.0200 -0.049 0.055 0.088 1.000
Theo bảng 4.8, ta thấy rằng giữa các biến độc lập (FOREIGNERS, WOMEN, BOARDSIZE, INDEP, ACTIVITYBOARD, BANKSIZE, LOANS) đều có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc (ceff1, peff1). Chứng tỏ rằng các biến độc lập trong mô hình ít hay nhiều đều có tác động đến các biến phụ thuộc. Tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập không phải quá cao (corr<0.7) nên không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra giữa các biến độc lập.
Sử dụng phương pháp hồi quy Difference GMM để giải quyết hiện tượng nội sinh, sử dụng làm biến công cụ. Ta có kết quả:
Với mô hình đo lường sự đa dạng trong HĐQT tác động đến hiệu quả chi phí Ngân hàng :
Mô hình này phù hợp vì có Wald chi2(14) = 72.03 và P-value = 0.0000 (<0.05). Trong mô hình ta thấy rằng biến FOREIGNERS có tác động dương đến ceff1 và có hệ số =0.118, có p-value=0.05 (<0.1) đạt mức ý nghĩa 10%. Ngược lại, biến WOMEN lại có tác động không đáng kể, theo chiều hướng nghịch biến lên ceff1 và cũng có P-value=0.97(>0.1), chấp nhận giả thuyết : =0. Biến tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT không có ý nghĩa thống kê. . Biến tổng tài sản có tác động lên hiệu quả hoạt động Ngân hàng ở mức ý nghĩa 5%. Tính hợp lý của công cụ sử dụng trong phương pháp DGMM được xem xét qua thống kê Sargan và Arellano-Bond. Kiểm định Sargan xác định tính chất phù hợp của các biến công cụ trong mô hình GMM. Đây là kiểm định giới hạn về nội sinh của mô hình.
Kiểm định Arellano-Bond là kiểm định về tự tương quan. Cụ thể, giả thuyết : không tự tương quan và được áp dụng cho số dư sai phân. Kiểm định tiến trình AR(1) trong sai phân bậc 1 thường bác bỏ giả thuyết và AR(2) kiểm tra tự tương quan ở các cấp độ thường chấp nhận giả thuyết . Theo kiểm định phần trên P-value trong sai phân bậc một <0.05, bác bỏ giả thuyết ở mức ý nghĩa 5%. Theo kiểm định phần trên P-value=0.6688 trong sai phân các cấp độ, chấp nhận giả thuyết . Qua đó, ta thấy kiểm tra tự tương quan trong mô hình là phù hợp.
Về kiểm định Sargan, ta có kết quả: kiểm định Sargan với giả thuyết : biến công cụ là ngoại sinh, nghĩa là không tương quan với sai số của mô hình, biến công cụ hữu hiệu. P-value=0.14>0.1 nên chấp nhận ở mức ý nghĩa 10%. Kết luận biến công cụ này là hữu hiệu. Qua các kiểm định trên, tác giả kết
luận mô hình hồi quy đo lường tác động của đa dạng hoá HĐQT lên hiệu quả chi phí của Ngân hàng là phù hợp.
Bảng 4.9: Mô hình hồi quy hiệu quả lợi nhuận và hiệu quả chi phí của Ngân hàng theo sự đa dạng hoá HĐQT
Mô hình hồi quy hiệu quả chi phí
Mô hình hồi quy hiệu quả lợi nhuận L.ceff1 0.188 (0.89) L2.ceff1 -0.0682 (-0.18) L.peff1 -0.400 (-0.78) L2.peff1 -0.555 (-1.35) WOMEN -0.00239 (-0.04) 0.0251 (0.13) FOREIGNERS 0.118* (1.93) 0.569 (1.47) BOARDSIZE 0.00696 (1.44) 0.0153 (0.76) ACTIVITYBOARD 0.00713 (0.92) 0.0218 (0.73) BANKSIZE -0.153** (-2.34) 0.556* (1.74) year3 -0.0840* (-1.94) 0.339 (1.45) year4 -0.0663* 0.348**
(-1.92) (2.05) year5 -0.0336 (-1.58) 0.161 (1.07) year6 -0.0320 (-1.45) 0.139 (1.01) year7 -0.0377* (-1.68) 0.115 (0.83) year8 -0.0198 (-1.33) 0.0591 (0.57) year9 -0.00711 (-1.30) 0.0537 (0.73) _cons 2.914** (0.12) 0.197 (2.29)
Wald test Chi2(14) = 72.03
Prob > chi2 = 0.0000 Chi2(14) = 75.74 Prob > chi2 = 0.0000 Arellano-Bond test AR(1): z = -2.0398 Prob >z: 0.0414 AR(2): z = -0.42781 Prob > z: 0.6688 AR(1): z = -0.2921 Prob > z: 0.7702 AR(2): z = 1.2764 Prob > z: 0.2018 Sargan Chi2(5) = 8.3006 Prob > chi2 = 0.1404 Chi2(5) = 3.349778 Prob > chi2 = 0.6462 Mức ý nghĩa thống kê: * p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
Với mô hình đo lường sự đa dạng trong HĐQT tác động đến hiệu quả lợi nhuận Ngân hàng :
Mô hình này phù hợp vì có Wald chi2(14) = 75.74 và P-value = 0.0000 (<0.05). Trong mô hình ta thấy rằng biến FOREIGNERS và biến WOMEN không có tác động đến peff1 và có hệ số =0.569, có p-value=0.141 (>0.1)
đối với biến FOREIGNERS và có hệ số =0.025, có p-value=0.897 (>0.1), chấp nhận giả thuyết : =0. Biến tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT không có ý nghĩa thống kê. Biến tổng tài sản có tác động lên hiệu quả hoạt động Ngân hàng ở mức ý nghĩa 10%. Tính hợp lý của công cụ sử dụng trong phương pháp DGMM được xem xét qua thống kê Sargan và Arellano-Bond. Kiểm định Sargan xác định tính chất phù hợp của các biến công cụ trong mô hình DGMM. Đây là kiểm định giới hạn về nội sinh của mô hình.
Kiểm định Arellano-Bond là kiểm định về tự tương quan. Cụ thể, giả thuyết : không tự tương quan và được áp dụng cho số dư sai phân. Kiểm định tiến trình AR(1) trong sai phân bậc 1 thường bác bỏ giả thuyết và AR(2) kiểm tra tự tương quan ở các cấp độ thường chấp nhận giả thuyết . Theo kiểm định phần trên P-value trong sai phân bậc một >0.1, chấp nhận giả thuyết ở mức ý nghĩa 5%. Theo kiểm định phần trên P-value=0.6688 trong sai phân các cấp độ, chấp nhận giả thuyết . Qua đó, ta thấy kiểm tra tự tương quan trong mô hình là không phù hợp.
Về kiểm định Sargan, ta có kết quả: kiểm định Sargan với giả thuyết : biến công cụ là ngoại sinh, nghĩa là không tương quan với sai số của mô hình, biến công cụ hữu hiệu. P-value=0.65>0.1 nên chấp nhận ở mức ý nghĩa 10%. Kết luận biến công cụ này là hữu hiệu.
Vì kiểm định Arellano-Bond không phù hợp nên mô hình này không có ý nghĩa thống kê. Cụ thể, kiểm định Arellano-Bond có kiểm định tiến trình AR(1) trong sai phân bậc 1 thường bác bỏ giả thuyết nhưng mô hình này lại chấp nhận giả thuyết .
Kết luận thông qua kết quả mô hình:
Như đã nhận định ở phần thực trạng, sự đa dạng giới tính trong HĐQT thể hiện qua tỷ lệ nữ trong HĐQT không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy. Có thể nói rằng, số lượng nữ trong HĐQT không ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng.
Về vấn đề đa dạng hoá quốc tịch, mô hình cho thấy được tác động của nhân tố này lên hiệu quả hoạt động Ngân hàng ở mức ý nghĩa 10%. Số lượng thành viên
nước ngoài trong HĐQT mặc dù tăng trong các năm qua nhưng số lượng thành viên nước ngoài trong HĐQT vẫn còn ít. Vì Việt Nam chỉ mới hội nhập vào nền kinh tế thế giới, xu hướng bán cổ phần của Ngân hàng cho các tổ chức nước ngoài chỉ tăng đáng kể trong các năm gần đây. Hơn nữa, Nhà nước cũng chưa thật sự khuyến khích việc gia tăng số lượng thành viên quản lý cấp cao là người nước ngoài. Điều này lý giải rõ ràng kết quả mô hình hồi quy.
Với các biến điều khiển về quản trị Ngân hàng như biến thành viên độc lập trong HĐQT, biến giả giám đốc kiêm nhiệm chủ tịch HĐQT hay biến quy mô HĐQT không ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng.
Các biến quy mô tăng trưởng Banksize lại có ý nghĩa cao trong việc tác động đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng. Vậy tốc độ tăng trưởng tổng tài sản ảnh hưởng nhiều đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Bằng trực quan thông qua các biểu đồ, chúng ta có thể thấy rằng dường như có một mối quan hệ tích cực giữa đa dạng hoá quốc tịch trong HĐQT và hiệu quả hoạt động Ngân hàng.
Kiểm định lại thông qua mô hình định lượng ta được kết quả: Ở mô hình hồi quy với biến phụ thuộc là hiệu quả chi phí, đa dạng giới tính không có tác động đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng. Ngược lại, đa dạng quốc tịch có tác động đồng biến lên hiệu quả hoạt động Ngân hàng. Tuy nhiên trong mô hình hồi quy với biến phụ thuộc là hiệu quả lợi nhuận, cả đa dạng giới tính và đa dạng quốc tịch đều không tác động đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng. Các biến điều khiển quản trị doanh nghiệp còn lại cũng không tác động đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng, ngoại trừ biến tốc độ tăng tổng tài sản.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1. Vấn đề giới tính
Theo thực trạng và kết quả thực nghiệm ở chương 4, với mô hình hồi quy có biến phụ thuộc là biến hiệu quả chi phí, ta có thể bác bỏ giả thuyết về tỷ lệ thành viên nữ trong HĐQT ảnh hưởng cùng chiều đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng. Cụ thể, dù cho số lượng nữ trong HĐQT nhiều hay ít, có hay không đều không ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng. Có thể nói rằng Nghiên cứu này tìm được kết quả khác với nghiên cứu về đa dạng hoá giới tính tác động lên hiệu quả doanh nghiệp của Duc Vo and Thuy Phan (2013) tại Việt Nam và nghiên cứu của Emma Garcia- Meca et al.(2014) ở 159 ngân hàng của 9 quốc gia (Canada, Pháp, Đức, Ý, Hà Lan, Tây Ban Nha, Thuỵ Điển, Anh và Mỹ.
Ở Việt Nam, Quốc hội cũng ban hành các văn bản pháp luật quy định rất rõ về bình đẳng giới trong các lĩnh vực chính trị, văn hoá, kinh tế, giáo dục và đào tạo, khoa học và công nghệ, văn hoá, y tế, thể thao, gia đình để thực hiện mục tiêu “ xoá bỏ phân biệt đối xử về giới, tạo cơ hội như nhau cho nam và nữ trong phát triển kinh tế - xã hội và phát triển nguồn nhân lực, tiến tới bình đẳng giới thực chất giữa nam, nữ và thiết lập, củng cố quan hệ hợp tác, hỗ trợ giữa nam, nữ trong mọi lĩnh vực của đời sống xã hội và gia đình”1. Việt Nam cũng đã đạt được nhiều thành tựu đáng kể. Theo Báo cáo quốc gia, tỷ lệ nữ tham gia Quốc hội khóa XIII (2011-2016) đạt 24,4%, đưa Việt Nam là một trong các nước có tỷ lệ nữ đại biểu Quốc hội cao ở khu vực và thế giới (đứng thứ 43/143 nước trên thế giới và thứ 2 trong ASEAN). Phụ nữ đảm nhiệm nhiều vị trí lãnh đạo chủ chốt của đất nước như Phó Chủ tịch nước, Phó Chủ tịch Quốc hội, Bộ trưởng; 14/30 Bộ hoặc cơ quan trực thuộc Chính phủ có Thứ trưởng là nữ. Ở các địa phương nhiều phụ nữ giữ vai trò chủ chốt ở các cấp, các ngành, góp phần giải quyết các vấn đề quan trọng. Hiện nay, tỷ lệ lao động có việc làm là nữ giới chiếm 49%. Tính đến hết năm 2011, tỷ lệ phụ nữ biết chữ là 92%; khoảng 80% trẻ em gái ở vùng sâu, vùng xa, vùng dân tộc thiểu số được đi học đúng tuổi. Tỷ lệ nữ sinh viên chiếm trên 50%, tỷ lệ thạc sỹ là nữ chiếm hơn
30% và 17,1% tiến sỹ là nữ giới. Qua đó, ta thấy rằng sự tham gia của nữ trong các hoạt động chính trị, văn hóa, xã hội được nhà nước ta khuyến khích. Không những thế, nữ giới bằng chính năng lực của mình đã tạo ra một dấu ấn mới trong các lĩnh vực nói chung và lĩnh vực kinh tế nói riêng. Điều này lý giải thực trạng số lượng nữ chiếm tỷ lệ cao trong Hội đồng quản trị của các Ngân hàng.
5.2. Vấn đề quốc tịch
Với giả thuyết còn lại, tỷ lệ thành viên mang quốc tịch nước ngoài ảnh hưởng cùng chiều đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng, có thể chấp nhận được. Nếu số lượng thành viên HĐQT mang quốc tịch nước ngoài tăng lên, hiệu quả hoạt động Ngân hàng cũng sẽ tăng theo. Theo đó, bài nghiên cứu đã đáp ứng mục tiêu nghiên cứu ở chương 1. Tuy nhiên, qua phân tích kết quả của mô hình thấy rằng sự đa dạng hoá HĐQT ở Việt Nam vẫn tồn tại nhiều vấn đề.
Đối với vấn đề lao động nước ngoài làm việc ở Việt Nam, nhà nước ta cho phép lao động nước ngoài làm việc ở vị trí cấp cao, ở các vị trí mà lao động Việt Nam không đáp ứng được trình độ chuyên môn. Điều đó cho thấy nhà nước ta không khuyến khích điều này. Do đó, trước đây trong lĩnh vực Ngân hàng số lượng thành viên HĐQT mang quốc tịch nước ngoài chiếm tỉ lệ rất nhỏ và một số Ngân hàng không có các thành viên mang đặc điểm này. Những năm gần đây, tỷ lệ thành viên nước ngoài trong HĐQT đã tăng lên đáng kể vì nhóm đối tượng lao động nước ngoài làm việc ở Việt Nam được mở rộng bao gồm những đối tượng theo hợp đồng lao động, tình nguyện viên, tham gia thực hiện gói thầu, dự án tại Việt Nam2...Không những vậy, các Ngân hàng TMCP Việt Nam muốn tăng vốn của Ngân hàng mình để mở rộng việc kinh doanh, trong khi đó các cổ đông hiện hữu khó có khả năng đáp ứng. Vì vậy, nhà đầu tư nước ngoài là lựa chọn đầu tiên của Ngân hàng Việt Nam. Trước đây, giới hạn mức sở hữu cổ phần của nhà đầu tư chiến lược nước ngoài là 15% (Nghị định 69/2007/NĐ-CP) và bây giờ tỷ lệ này tăng lên 20% (Nghị định số 01/2014/NĐ-CP). Các thành viên nước ngoài trong
2
Nghị định số 11/2016/NĐ-CP quy định chi tiết thi hành một số điều của Bộ luật Lao động về lao động nước ngoài làm việc tại Việt Nam
HĐQT chủ yếu đại diện cho các tổ chức góp vốn vào Ngân hàng, nên nếu tỷ lệ này tăng lên đồng nghĩa với việc số lượng thành viên mang quốc tịch nước ngoài trong HĐQT cũng sẽ tăng theo, đây chính là một quan điểm giải thích cho việc gia đa dạng quốc tịch. Dù vậy, do tỷ lệ này được quy định ở một mức độ nhất định nên số lượng thành viên mang quốc tịch nước ngoài trong Hội đồng quản trị có tăng nhưng chưa thật sự đáng kể.
Việc tỷ lệ thành viên nước ngoài trong Hội đồng quản trị ảnh hưởng cùng chiều đến hiệu quả hoạt động Ngân hàng có thể được lý giải do các Ngân hàng mở rộng quy mô kinh doanh, tăng vốn chủ sở hữu bằng cách tăng cổ đông hiện hữu (cổ đông nước ngoài). Điều này làm cho các nguồn lực đầu vào và đầu ra được cải thiện, việc quản trị Ngân hàng bằng cách áp dụng những tiêu chuẩn kinh doanh, công nghệ theo nước ngoài cũng góp phẩn gia tăng hiệu quả hoạt động của các Ngân hàng trong hệ thống.
5.3. Thảo luận thêm
Mô hình trong bài nghiên cứu chỉ xem xét các yếu tố liên quan đến quản trị Ngân hàng mà chưa có các yếu tố kiểm soát khác như yếu tố vĩ mô tác động vào hiệu quả hoạt động. Bài nghiên cứu chỉ mới phân tích tỷ lệ giới tính và quốc tịch trong HĐQT, chưa đi vào nghiên cứu sâu vào tỷ lệ thành viên nữ, thành viện nước ngoài giữ vị trí chủ chốt trong bộ máy quản lý của Ngân hàng. Thêm nữa, bài nghiên cứu chưa phân loại các nữ thành viên trong HĐQT và thành viên mang quốc tịch nước ngoài trong HĐQT theo các tiêu chí như tuổi tác, trình độ học vấn, kinh nghiệm để thấy rõ hơn tác động của từng nhóm đối tượng này lên hiệu quả hoạt động Ngân hàng. Đây có thể là các hướng nghiên cứu sâu hơn cho các bài nghiên cứu về vấn đề tương tự trong tương lai.
KẾT LUẬN
Ngày nay, khi xem xét các yếu tố tác động lên hiệu quả hoạt động Ngân hàng,